Memoire Online - Identification des fonctions de réaction des Banques Centrales

Cette section a pour but d'estimer la meilleure règle monétaire pour la BEAC. Ainsi, nous allons dans un premier temps présenter la méthodologie d'estimation des paramètres afin de les estimer. Et dans un second temps, nous présentons les limites de la fonction retenue ainsi que les perspectives de notre recherche.

A. Estimation des coefficients de la règle augmentée de la BEAC

Il est question ici d'estimer les coefficients de notre modèle et d'en apporter des interprétations y relatives.

1. Valeurs des coefficients estimés

Afin de mener à bien nos estimations, nous introduisons progressivement dans le modèle forward looking les variables M1t, DIFFINFt, DIFFTAUXt, _{TIAOt_i}_. La méthode d'estimation utilisée est celle du chapitre 2 à savoir l'estimation par la Méthode Vectoriel à Correction d'Erreur. Surtout que le test de Johansen indique qu'il existe trois équations de cointégration. Cette méthode a montré des résultats satisfaisants dans certains pays. C'est l'exemple de l'étude de Mésonnier et renne (2004). Ainsi, nous testons un modèle de long terme puis après avoir récupéré le résidu, nous estimons une équation de court terme. Ceci se fera pour les deux périodes d'estimations que nous avons retenues à savoir 1993 :1 - 2008 :4 et 1999 :1 - 2008 :4. Les résultats de nos estimations sont résumés dans les tableaux ci-après.

+ Equation de long terme : TIAOt = .^{^}neutre + t~ _{OPGt_i} + /Y EICEMACt_1 + 11t
Résidu estimé : et = TIAOt - _.^neutre - _{T~OPGt_1} - /Y EICEMACt31

1993 :1 à 2008 :4						1999 :1 à 2008 :4
Long terme			Court terme			Long terme			Court terme
	coef	t-stat		coef	t-stat		coef	t-stat		coef	t-stat
cte	7,0975	31,393	0	-0,1186	-2,9884	cte	4,112	6,607	0
T	0,0003	0,0086	(p	0,0048	0,2192	T	0,013	0,591	(p
/Y	0,0952	1,1269	0	-0,0754	-1,4735	/Y	-0,86	-3,29	0
R2	0,0209	/	R²	0,1364	/	R²	0,237	/	R²		/
2 R:_<`t~	-0,0118	/	2 R:_<`t~	0,1071	/	2 R:_<`t~	0,195	/	2 R:_<`t~		/
DW	0,1237	/	DW	2,3174	/	DW	0,103	/	DW		/
AIC	3,5497	/	AIC	1,1529	/	AIC	2,143	/	AIC		/
SIC	3,6517	/	SIC	1,2558	/	SIC	2,271	/	SIC		/

Tableau n°5 : résultats d'estimation de la règle forward looking de Taylor pour la BEAC

> L'estimation du modèle forward looking avec M1 se présente comme suit : + Equation de long terme :

TIAOt = .^{^}neutre + t~ _{OPGt_} + /Y EICEMACt31 + †~M1t + 11t Résidu estimé : et = TIAOt - _.^neutre - _{T~OPGt_1} - /Y EICEMACt_1 - †~1nM1t

1993 :1 à 2008 :4						1999 :1 à 2008 :4
Long terme			Court terme			Long terme			Court terme
	coef	t-stat		coef	t-stat		coef	t-stat		coef	t-stat
cte	44,928	21,577	0	-0,3672	-3,846	cte	37,04	14,42	0
a	0,0032	0,2333	cp	0,1111	0,56314	a	-0,02	-1,53	cp
₁6	-0,0789	-2,2860	0	-0,0830	-1,7188	₁6	0,206	1,486	0
p	-2,6884	-18,185	.0	-2,7457	-3,8460	p	-2,10	-12,9	0
R²	0,8518	/	R²	0,2987	/	R²	0,867	/	R²		/
12_just_e^{^}	0,8442	/	12juste ^	0,2625	/	12juste ^	0,856	/		12juste ^	/
DW	0,6041	/	DW	2,0837	/	DW	0,369	/	DW		/
AIC	1,6936	/	AIC	0,9769	/	AIC	0,446	/	AIC		/
SIC	1,8297	/	SIC	1,1142	/	SIC	0,617	/	SIC		/

Tableau n°6 : résultats d'estimation de la règle forward looking de Taylor avec M1 pour la

> L'estimation du modèle forward looking avec M1et DIFFINF se présente comme suit :

1993 :1 à 2008 :4						1999 :1 à 2008 :4						Long terme
Court terme			Long terme			Court terme
coef	t-stat		coef	t-stat		coef	t-stat		coef	t-stat	cte
45,689	21,188	0	-0,1392	-1,6145	cte	36,77	14,06	0			a
0,0033	0,2361	cp	-0,0012	-0,0723	a	-0,01	-1,32	cp			f
-0,0088	-0,1352	0	0,0489	1,1599	₁6	0,117	0,624	0			p
-2,7281	-18,145	.0	-2,3656	-3,2574	p	-2,09	-12,8	.0			6)
-0,0843	-1,2703	0	-0,2384	-5,8830	6)	0,078	0,714	0			R²
0,8558	/	R²	0,5581	/	R²	0,869	/	R²		/	12_just_e^{^}
0,8458	/	12juste ^	0,5271	/	12juste ^	0,854	/	12juste ^		/	DW
0,4629	/	DW	2,1225	/	DW	0,417	/	DW		/	AIC
1,6979	/	AIC	0,5475	/	AIC	0,482	/	AIC		/	SIC
1,8680	/	SIC	0,7119	/	SIC	0,696	/	SIC		/

1993 :1 à 2008 :4						1999 :1 à 2008 :4						Long terme
Court terme			Long terme			Court terme
coef	t-stat		coef	t-stat		coef	t-stat		coef	t-stat	cte
52,651	19,318	0	-0,1619	-1,8976	cte	40,30	13,21	0			a
0,0063	0,4997	cp	-0,0082	-0,6183	a	-0,01	-0,58	cp			₁6
-0,0544	-0,903	0	0,0079	0,2206	₁6	-0,02	-0,12	0			p
-3,1539	-17,609	.0	-1,2922	-2,0015	p	-2,34	-11,9	.0			63
-0,1403	-2,2589	0	-0,1674	-4,6729	6)	0,10	0,952	0			0
-0,2976	-3,6689	6	0,3113	4,41934	0	-0,14	-2,02	8			R²
0,8833	/	R²	0,6985	/	R²	0,884	/	R²		/	12_just_e^{^}
0,8731	/	12juste ^	0,6716	/	12juste ^	0,866	/	12juste ^		/	DW
0,9141	/	DW	1,5559	/	DW	0,554	/	DW		/	AIC
1,5177	/	AIC	0,1973	/	AIC	0,417	/	AIC		/	SIC
1,7218	/	SIC	0,4032	/	SIC	0,673	/	SIC		/

?TIA0t = (?OPGt_i + B?EICEMACt_i + 1?/nM1t + O?DIFFINF + 6?DIFFTAUXt +
1ÄTIA⁰t_1 +^yet_i_Avec 0 <0

1993 :1 à 2008 :4						1999 :1 à 2008 :4
Long terme			Court terme			Long terme			Court terme
	coef	t-stat		coef	t-stat		coef	t-stat		coef	t-stat
cte	0,1591	0,0301	0	-1,066	-4,6545	cte	3,369	0,792	0	-1,36	-3,09
T	-0,0056	-0,7482	p	0,0006	0,0476	T	0,003	0,480	ço	0,006	0,877
/Y	0,2918	6,0065	0	0,3248	4,0982	fY	-0,03	-0,36	0	-0,03	-0,32
†~	0,0364	0,1125	i9	-0,2203	-0,3641	†~	-0,19	-0,78	i9	0,297	0,755
%o	-0,2876	-7,3394	0	-0,2173	-6,9483	%o	-0,02	-0,28	0	0,003	0,097
[~	0,0792	1,3221	OE	0,3871	6,3444	[~	-0,02	-0,47	OE	-0,01	-0,01
,Y	0,9642	10,423	ç	0,9913	4,3261	,Y	0,903	9,370	ç	1,499	3,453
R2	0,9603	/	R²	0,7705	/	R²	0,969	/	R²	0,189	/
^ ]:_<`~~	0,9561	/	^ ]:_<`~~	0,7455	/	^ ]:_<`~~	0,963	/	^ ]:_<`~~	0,032	/
DW	2,222	/	DW	1,6019	/	DW	1,256	/	DW	2,058	/
AIC	0,4710	/	AIC	-0,0434	/	AIC	-0,85	/	AIC	-1,28	/
SIC	0,7092	/	SIC	0,1968	/	SIC	-0,55	/	SIC	-0,98	/

Tableau n°9 : résultats d'estimation de la règle forward looking de Taylor avec M1, DIFFINF, DIFFTAUX et TIAO retardé d'une période pour la BEAC

L'ensemble des estimations faites nous montrent l'apparition des coefficients significatifs dès l'introduction de la masse monétaire de base (M1) dans le modèle. Une analyse minutieuse des résultats des estimations doit donc se faire de manière progressive en vue de déterminer le meilleur modèle. Ainsi, nous analysons successivement les différents modèles. Notons que nous analysons uniquement les résultats de la période 1993 :1 - 2008 :4. Ce d'autant plus que la demi-période 1999 :1 - 2008 :4 ne permet pas une représentation MVCE ; sauf pour le modèle avec taux d'intérêt retardé qui n'admet que pour seule valeur significative la valeur passé du taux directeur.

Le modèle de base forward looking de Taylor a donné des résultats tous non significatifs. Cependant le coefficient attaché au terme de l'erreur est significatif. Ce qui nous permet de conclure que les variables qui permettent d'expliquer la politique des taux de la BEAC restent à être déterminées. Cependant Kamgna et al (2009) ayant estimé le même modèle forward de base de Taylor ont trouvé des résultats significatifs pour le coefficient d'écart d'inflation et non significatif pour le coefficient d'output gap. Ces résultats nous montrent que cette règle définie de cette manière, ne permet pas un bon ajustement entre les taux simulés par elle et les taux effectifs de la BEAC. C'est ce que nous confirme le graphique ci-après.

Le modèle forward prenant en compte la masse monétaire de base M1 améliore la qualité des résultats obtenus. Tout d'abord, ce modèle nous permet de noter un élément significatif dans l'explication de la fixation de son taux directeur par la BEAC. Ainsi, malgré que les coefficients d'output gap et d'écart d'inflation demeurent non significatifs, leurs poids dans le modèle s'améliorent par rapport au modèle précédent. La significativité de M1 dans ce modèle (unique paramètre significatif du modèle) montre un coefficient négatif égal à -2,75. Ce signe ne nous parait pas conforme au signe attendu. Jusqu'à présent, les résultats montre que la BEAC ne réagit pas à une déviation de l'inflation comme le prévoient ses statuts ; mais plutôt à une déviation de la masse monétaire. Le schéma suivant donne la représentation graphique des taux simulés à partir de ce modèle et du taux effectif.

L'ajout du différentiel d'inflation avec la France ne change pas toujours le sort des coefficients d'output gap et d'écart d'inflation qui sont restés non significatifs. Cependant, le coefficient relié à la masse monétaire reste significatif mais à diminuer de poids dans le modèle au profit du différentiel d'inflation qui est aussi significatif mais avec un poids très léger (-0,24). Ce qui signifie que l'ajustement du taux directeur de la BEAC par rapport au différentiel d'inflation avec la France est très faible. Le signe du différentiel d'inflation est contraire à celui attendu et sa valeur n'est pas loin de celle trouvée par Tenou (2002) qui l'a estimée à 0,31. L'ajustement des taux estimés par ce modèle et les taux effectifs est apprécié par le graphe ci-après.

Figure n°12 : Taux historiques et taux forward estimés avec M2 et différentiel

L'ajout du différentiel de taux avec la France (ou la BCE) ne vient que confirmer le fait que cette variable est aussi significative dans l'explication du taux directeur la BEAC. En fait, elle aussi ne change rien au sort de l'écart d'inflation et de l'output gap. Cependant le signe de son coefficient est contraire à celui trouvé par Kamgna et al (2009). L'introduction de ce différentiel de taux dans le modèle confirme que la masse monétaire M1, le différentiel d'inflation et ce différentiel de taux lui-même sont significatifs à l'explication de la fixation du taux directeur de la BEAC. Son entrée dans le modèle améliore encore plus l'ajustement des taux estimés au taux effectifs. D'où la figure ci-dessous.

Figure n°13 : Taux historiques et taux forward estimés avec M2, différentiel d'inflation et de taux d'intérêt avec la France

Enfin, l'introduction du taux d'intérêt retardé d'une période dans le modèle apporte des résultats notables. Premièrement, ce qui nous marque est l'apparition de la significativité de l'écart d'inflation avec un signe positif et la non significativité de la masse monétaire, l'output gap restant toujours non significatif. Cependant, les trois autres variables (DIFFINF, DIFFTAUX et TIAO retardé d'une période) sont significatives. L'analyse de leurs poids respectifs montre que la BEAC pour fixer son taux d'intérêt tient d'abord compte de son taux à la période précédente (0,99). Ensuite elle réagit au différentiel de taux avec la France ou la BCE (0,38) suivi de l'inflation dans la sous région (0,35) et enfin, elle tient compte du différentiel d'inflation avec la France (-0,22). Ce modèle à l'aide des valeurs des critères d'Aikake et de Schwartz (qui sont les plus petites sur l'ensemble des modèles estimés) ainsi

que de R² (qui est le plus élevé), est arrêté comme la meilleure règle de la BEAC. Raison pour laquelle nous devons marquer un temps d'arrêt pour apporter plus amples explications.

Les équations issues de l'estimation de ce modèle sont les suivantes : + Equation de long terme :

TJAOt = 0,1591 _0,0301) - 0,0056 _0,7482) OPG~_i + 0,2918 _{G,00Gs)EICEMACt_i} + 0,0364 _o,ii2s)lnM1t - 0,2876 _{_7,3394)DIFFINF} + 0,0792 _{i,322i)DIFFTAUXt} + 0,9642 _{io,423)TIAUt_i} + /1t

?TIAOt = 0,0006 _{o,o476)?OPGt_l} + 0,3248 _{4,og82)?EICEMACt_l} - 0,2203 _{_o,364l)?lnM1t} -
0,2173 _{_6,g483)?DIFFINFt} + 0,3871 _{6,3444)?DIFFTAUXt} + 0,9913 _{4,326l)ÄTIAOt_l} -

Notons que les valeurs entre parenthèses représentent les valeurs calculées de t-student à comparer aux valeurs tabulées au seuil de 5%. Aussi, les analyses que nous jugeons importantes sont celles de l'équation de court terme.

L'estimation sur le court terme montre une valeur négative du coefficient rattaché à l'erreur. Ce qui nous confirme la spécification MVCE du taux directeur de la BEAC. Le coefficient attaché à l'output gap est quasiment nul et statistiquement non significatif. Seuls les coefficients attachés à l'écart d'inflation, aux différentiels de taux et d'inflation avec la France ou la BCE et celui de la valeur passée du taux d'intérêt sont statistiquement significatifs.

Le coefficient d'ajustement partiel du taux d'intérêt est de 0,9913, ce qui tend à montrer une forte tendance à fixer le niveau du taux d'intérêt en fonction de sa valeur passée. Cette valeur du coefficient de lissage du taux d'intérêt n'est pas éloignée de celles trouvées par d'autres auteurs. En effet, sur des données américaines trimestrielles, Williams (1999) trouve un coefficient d'ajustement partiel de 0,83 (période 1980-1997), Levin et al (1999) observent une valeur de 0,80 (période 1980-1996). Kozicki (1999) obtient également une valeur de 0,80 (période 1983-1997). Ces résultats contredisent la règle simple de Taylor (1993) qui fait l'hypothèse implicite que la fixation du taux d'intérêt de court terme est indépendante de la valeur passée de celui-ci.

Concernant le différentiel du taux directeur de la BEAC, son coefficient de pondération (0,3871) est inférieur à celui du taux d'intérêt retardé et supérieur à celui de l'écart d'inflation. Ceci étant, il ne saurait donc être négligé dans la prévision du taux de la BEAC.

L'écart d'inflation (0,3248) porte le coefficient le plus bas parmi les variables significatives en dehors du différentiel d'inflation. Ce qui est contraire à l'objectif principal de la BEAC à savoir la stabilité des prix. Selon la théorie quantitative de la monnaie, MV=PY. Ce qui montre une relation positive entre la masse monétaire et le niveau général des prix.

Cependant notre modèle présente un coefficient sur la masse monétaire non significatif. Nous expliquons donc cette non significativité par le fait que l'action de la masse monétaire sur le taux directeur est déjà comprise dans l'écart d'inflation comme le précise la théorie quantitative de la monnaie.

Pour ce qui est de l'effet du différentiel d'inflation, il a été présenté plus haut.

Ainsi, ces quatre variables significatives (EICEMAC_t_1,DIFFINF_t,DIFFTAUX_t et TIA0_t_1 permettent de retracer de manière satisfaisante l'évolution historique de taux directeur de la BEAC. Ce que nous confirme le graphe ci-dessous :

Figure n°14 : Taux historiques et taux forward estimés avec M2, différentiel d'inflation et de taux d'intérêt avec la France et valeur passé du TIAO

La non significativité de l'output gap et de la masse monétaire peut être expliquée par le fait que la BEAC utilise la croissance de la masse monétaire comme objectif intermédiaire de sa politique monétaire. Aussi, nous avons vu que la BEAC de part ses statuts est tenu d'accompagner les politiques économiques générales élaborées dans l'union. Cet accompagnement se fait donc à travers le contrôle de la quantité de monnaie en circulation et non à travers le taux. L'estimation de la fonction de McCallum au chapitre 3 nous a permis de comprendre cela. Car à travers cette estimation nous avons vu que la masse monétaire de la BEAC réagit à l'écart de production avec un coefficient de réaction égale à 0.12 et 0.18 respectivement pour les périodes 1993 :1-2008 :4 et 1999 :1-2008 :4.

En conclusion la règle monétaire de la BEAC ne suit pas une règle monétaire simple du type McCallum ou Taylor. Elle est en fait le combiné de certains éléments de ces deux règles. Ainsi la règle de la BEAC est obtenue par ajustement du taux directeur qui prend en compte l'écart d'inflation, les différentiels d'inflation et de taux avec la France ou la zone Euro selon l'époque et le niveau passé de ce taux directeur ; complétée par une réponse de la masse monétaire à l'écart de production en vue de tenir compte du niveau de l'activité dans la sous région. Ceci se justifie par le fait que, les réserves obligatoires qui sont l'instrument par lequel la BEAC régule la masse monétaire en circulation, jouent un rôle de soutien et non primordial dans la conduite de la politique monétaire de cette institution. Il nous reste donc maintenant de présenter les limites ainsi que les perspectives de notre étude.

Identification des fonctions de réaction des Banques Centrales

Section 2 : FONCTION DE REACTION OU REGLE MONETAIRE DE LA BEAC ?

A. Estimation des coefficients de la règle augmentée de la BEAC

1. Valeurs des coefficients estimés